假設2：CEO任期長度與企業業績表現負相關。
假設2a：相比較於非國有控股企業，國有控股企業CEO任期越長對業績的抑製作用就越明顯；
假設2b：相比較於盈利企業，虧損企業CEO任期越長對於業績有抑製作用就越明顯。
二、 研究設計
1. 樣本選擇與數據來源。本研究選取了1 554家上市公司2002年～2009年公布的年度報告中的上市公司相關數據，其中上市企業包括上海證券交易所，深圳證券交易所上市的企業，共8 975個觀測值。
2. 變量選擇及度量。
（1）企業業績（ROA）：本研究選取總資產回報率作為衡量企業業績的變量指標。同時，為了優化模型效果，排除內生性，本文對於ROA按照行業中位數進行了標準化處理後取對數（IROA）。
（2）CEO變更（Turno-ver）：本文首先利用CEO變更的虛擬變量作為解釋變量，當年發生CEO變更則虛擬變量為1，未發生CEO變更則虛擬變量為0。另外，考慮到假設3中闡述的CEO變更效果滯後性，本文分別將CEO變更虛擬變量滯後一到三期值作為解釋變量，用來考量CEO變更對於公司業績的生效時間和其影響機製（Blackwell等，2007）。最後，本文還計算了企業在職CEO任期年限作為最後一個解釋變量。
（3）控製變量：以上解釋變量並不能很好的包含所有ROA的影響因素，僅僅使用以上變量無疑會產生內生性問題。因此，根據Hermalin和Weisbach（1998）以及Blackwell（2007）等的研究成果，本文分別選取公司資產負債率（Cdr）、公司銷售成本（Sale）、公司管理成本（Management）、公司上市時間（Pyear）、公司成立時間（Byear）、管理人員報酬（Payment）、CEO持股比例（Stockhold）和CEO離職原因（Dumreason）作為控製變量。
3. Tobit模型建立。麵板數據Tobit模型作為麵板模型，可以有效的解釋時間序列性，並且可以克服OLS或者ML所存在的模型偏倚問題和內生性問題（周華林和李雪鬆，2012），建立無偏的麵板數據模型。
同時，本文分別對國有控股企業、非國有控股企業以及虧損企業、盈利企業進行分組，對國有控股企業CEO離職和虧損企業CEO離職對企業業績的特別效應進行估計和分析。
三、 實證研究
1. 研究變量相關性分析。在輸出模型回歸結果之前，本研究對模型各個變量間進行了相關性分析，發現所有解釋變量都對於因變量存在相關性，並且通過了不同顯著水平的顯著性檢驗。其中當期CEO變更，一期前CEO變更，兩期前CEO變更和三期前CEO變更相關關係為正，可以初步證明假設1。而CEO任職年限的相關係數為負，也可以初步證明假設2。
2. 研究假設檢驗。本文利用STATA對模型進行回歸，本文發現所有Wald chi2和對數似然統計量都有較大的統計值，證明模型擬合效果和顯著性程度都較為良好（高鐵梅等，2009）。
本文通過回歸結果發現上一期CEO變更和兩期前CEO變更對於企業業績有著明顯的正向促進作用，證明CEO變更能夠在中長期內促進企業業績增長，因而證明假設1成立。並且，本文發現上一期CEO變更和兩期前CEO變更對於國有控股企業顯著程度高於非國有控股企業，三期前CEO變更對國有控股企業業績沒有顯著性，而對非國有控股企業當期到三期前CEO變更僅上一期CEO變更在10%水平下顯著，且回歸係數低於國有控股企業。總體上看，CEO變更對於國有企業的業績促進作用應當大於私營企業。因此，假設1a並不成立。對於虧損企業，本文發現從當期CEO變更直至三期前CEO變更的回歸係數都不顯著，而相對的，盈利企業上一期CEO變更和兩期前CEO變更都對業績有很顯著的促進作用。由此可見，虧損企業變更CEO並不能很好的促進公司業績的提升，因此假設1b並不成立。
本文還發現對全部數據進行Tobit回歸結果中CEO任期長度與企業業績負相關，而且在1%水平下顯著，因此我們可以證明假設2成立。國有控股企業CEO任期長度對於上市公司業績有著負的回歸係數，並且回歸係數在1%水平下顯著。而非國有控股企業CEO任期對於上市公司業績回歸係數不顯著。由此，我們可以證明假設2a成立。虧損企業CEO任期和盈利企業CEO任期都在10%顯著水平下顯著，並且虧損企業CEO任期回歸係數為負，任期長度與公司業績有負的相關關係，而盈利企業CEO任期長度對公司業績存在正的效應。由此本文可以證明假設2b成立。